中枢性脳卒中後疼痛の管理

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はじめに

中枢性脳卒中後疼痛（CPSP）は、中枢性体性感覚系に影響を与える病1痛みは自発的であり、絶えずまたは断続的に発生するか、または外部刺激に応答して誘発され得る。1それは打撃の直後に、または年後に成長するかもしれません。2月5日現在までに、15カ国から754人の虚血性脳卒中の参加者を35人登録した最大の前向き研究では、2人がいることが分かった。患者の7%は打撃の後の1年でCPSPを開発しました。6CPSP症例の定義は複雑であるため、1しかし、その報告された有病率は可変であり、病変の部位に依存している：1研究は、例えば、脳幹梗塞を有する患者の25％が6ヶ月以内にCPSPを発症したことを見出した。CPSPの4人の個人は一般に生活環境基準を損なう高められた蝕知および熱感受性を含む感覚的な異常を、経験します。7-9CPSPの根底にあるメカニズムはよく理解されておらず、1は経営上の課題に貢献している。

CPSP患者にはいくつかの薬理学的および非薬理学的治療法がありますが、その有効性と安全性を要約した系統的レビューはほとんどありません。10-12件の口コミ中、13件を表示しています。: (1)検索語の使用、主要な文献データベースの省略、英語以外の研究の除外など、関連する研究を特定するための限られた戦略、(2)研究選択の失敗、バイアス評価のリスク、重複したデータ抽出など、誤解を招く結果に対する限られた保護手段、または(3)特定のタイプの治療法、すなわち薬理学的または非薬理学的に焦点を当てた。 同様に、レビューのいずれも、疼痛および有害事象を超えた患者の重要なアウトカムに対する治療効果を評価したり、メタ分析技術を用いて定量的に合成したり、推奨評価、開発、評価（GRADE）アプローチのグレーディングを使用してエビデンスの確実性を評価したりしなかった。14

私たちは、CPSPのエビデンスに基づく管理を知らせるために、以前のレビューの限界に対処する体系的なレビューを実施しました。

方法

標準化された報告

我々は、ランダム化比較試験の系統的レビューを報告するための系統的レビューおよびメタ分析（PRISMA）ガイドラインのための好ましい報告項目に従った。15

プロトコル登録

プロスペロにプロトコルを登録しました（登録番号：CRD42014007189）。

文献検索

各データベースの開始からDecember、2013まで、AMED、CENTRAL、CINAHL、DARE、EMBASE、HealthSTAR、MEDLINE、およびPsychINFOのテーラードサーチによって、任意の言語で関連する研究を検索しました。 経験豊富な学術図書館員は、各電子データベースの検索戦略を開発しました（MEDLINEの検索戦略は、オンラインのみのデータ補足で利用可能です）。

適格基準

適格試験(1)cpspを有する≥10人の患者を登録し、(2)治療介入(薬理学的または非薬理学的)または対照群にランダムに割り当て、(3)治療後14日以上のアウトカムデータを収集した。 ある研究が混合臨床集団を登録した場合、その適格性を判断するために体系的なアプローチ（オンラインのみのデータ補足の図I）に従いました。 最終的には、上記の基準を満たしている場合、および（1）著者がCPSPを持つ参加者に対して別々に結果を提供した場合、またはそれに失敗した場合、（2）研究のサ

<CPSP患者10人を登録した試験は、このような研究から得ることができる情報が限られているため除外し、<慢性疼痛患者は短時間作用型治療効果にほとんど関心がないため、2週間のフォローアップを除外した。16

研究選択

査読者のチームは、最初にタイトルと抄録をスクリーニングし、次にすべての適格な記事の全文をレビューすることによって、特定されたすべての引用の適格性ステータスを決定するために、独立して重複して作業しました。 査読者は、議論によって、または裁定者の助けを借りて、意見の相違を解決しました。 私たちは、すべての非英語研究の全文をレビューするために、関連する言語に堪能な査読者を募集しました。 この段階では、結果の不均等な分布に対する脆弱性が少ないなど、伝統的なアプローチ（例えば、σ）よりもいくつかの利点を有する偶然に依存しない一致（Φ）を測定し、確立された基準を使用して結果を解釈した。17スクリーニングを容易にするために、オンラインシステマティックレビューソフトウェアアプリケーション（DistillerSR,Evidence Partners,Ottawa,Canada;http://systematic-review.net/）を使用しました。

データ抽出

レビュアーは、パイロットテストされた標準化されたフォームを使用して、参加者の人口統計、治療の詳細、研究方法論、および臨床試験における方法、測定、および疼痛評価に関するイニシアチブ（IMMPACT）によって導かれたアウトカムデータを含む、各適格研究から情報を抽出した。 具体的には、以下のIMMPACT推奨患者重要ドメインにわたって、利用可能な場合には、アウトカムデータを収集しました: (1)痛み、(2)身体的機能、(3)感情的機能、(4)治療に対するグローバルな改善と満足度の参加者の評価、(5)症状と有害事象、(6)参加者の処分、(7)役割機能、(8)対人機能、および(9)睡眠と疲労。18,19レビュアーは、議論によって、または裁定者の助けを借りて、任意の意見の相違を解決しました。

バイアス評価のリスク

レビュアーは、以前に検証したアプローチで、間違いなくまたはおそらくはい—バイアスのリスクが低い—または間違いなくまたはおそらくいいえ—バイアスのリスクが高い—の応答オプションを含む修正されたコクランバイアスインストゥルメントを使用して、適格な研究ごとにバイアスのリスクを評価しました。具体的には、ランダム配列の生成、割り当ての隠蔽、参加者と研究担当者の盲検化、および不完全な結果データを評価しました。

メタ分析

可能であれば、研究内および研究間の変動性の両方を考慮するという点で保守的な変量効果モデルを使用してメタ分析を行 プールされた分析のために、各研究の最長フォローアップ時点からのスコアの平均および関連するSDsを使用しました。 ある研究が中央値スコアと対応する四分位間範囲のみを報告した場合、平均スコアは中央値に等しいと仮定し、SDは四分位間範囲を1.35で割った値に等しいと計算しました。21研究者が試験内で>1つの機器を使用して同じ構成を測定した場合、(1)最も一般的に使用される機器、(2)最も有効性の証拠が最も強い機器、または(3)効果の最も正確な推定を行う機器の順に、次の優先順位付けによって導かれる単一の尺度を選択しました。 私たちの分析では、交差試験からのデータを並列試験からのものと同様に扱いました。21

結果の解釈を容易にする

バイナリアウトカム測定を提供した研究については、相対リスクと関連する95％信頼区間（CIs）を計算して、治療の相対的 統計的に有意な治療効果を示唆するプールされた比較については、絶対効果の関連する尺度、すなわち治療に必要なリスク差および数を生成することを計画した。

研究が同じ機器を使用した連続的な結果をプールするとき、我々は元の測定単位を維持し、グループ間の平均差を表す加重平均差を計算することを計画 同じ構成を扱った異なる連続アウトカム測定を使用した試験では、すべての機器を研究の中で最も一般的に使用されるアウトカム測定に変換し、重み付けされた平均差を使用して結果をプールしました。22統計的に有意な治療効果を示唆したプールされた比較について、我々は、利益を得た参加者の割合、すなわち、各試験における最小重要な差以上の改善を実証した後、すべての研究にわたって結果を集計し、相対的および絶対的な治療効果の尺度を生成することを計画した。 痛みの軽減に対する治療法の効果を報告した研究については、治療効果の解釈を最適化するために、ベースラインから≧20％、≧30％、および≧50％の改善のしきい値を使用することも計画していました。16

異質性とサブグループ分析の評価

プールされた各分析について、σ2検定とI2統計量の両方を使用して異質性を調べました。23

我々は、研究間の変動性を説明するために六つの先験的仮説を生成しました: (1)介入は、障害給付の受領または訴訟に関与した参加者を除外した試験でより大きな効果を示す24(2)介入は、フォローアップ時間が長い試験と、フォローアップ時間が短い試験との間でより小さな効果を示す(3)介入は、精神医学的併存疾患を有する参加者を登録した試験と、そうでない試験との間でより小さな効果を示す(4)介入は、治療前にCPSPの期間が長い参加者を登録した試験と、治療前にCPSPの期間が長い試験との間でより小さな効果を示す(4)介入は、治療前にCPSPの期間が長い参加者を登録した試験と、治療前にCPSPの期間が長い試験との間でより小さな効果を示す CPSPの期間が短い参加者を登録すると、(5)介入は、高用量でそれらをテストする試験でより大きな効果を示し、(6)介入は、バイアスのリスクが高い試験でより大きな効果を示し、バイアスのリスクが低い試験でより大きな効果を示す。 我々は、バイアス成分のリスク内にかなりの変動があった場合にのみ、バイアス成分ごとのリスクでこの最後のサブグループ分析を行うことを計画し 我々は、サブグループからの効果サイズが互いに大きく異なるかどうかを確立するために、相互作用のテストを実施することを計画した。25特定のサブグループに<3つの研究があった場合、サブグループ分析を実施しませんでした。

治療推定値の確実性

我々は、報告されたすべてのアウトカムの効果推定値の確実性を高、中程度、低、または非常に低いとして分類するために、グレードアプローチを使用しました。14このアプローチを使用すると、ランダム化比較試験は高い確実性として始まりますが、(1)バイアスのリスク、26(2)不一致、27(3)間接性、28(4)不正確さ、29および(5)出版バイアスのために評価を下げることができます。30統計的に有意な治療効果を示唆するプールされた比較について、我々は、バイナリおよび連続的な結果のための欠落した参加者データに対処するため31-33もっともらしい最悪のシナリオが治療効果を逆転させたとき、私たちはバイアスのリスクを評価することを計画しました。 私たちは、グレード証拠プロファイルで私たちの結果を提示しました。34-36

分析ソフトウェア

レビューマネージャ（RevMan）、バージョン5.3（Copenhagen：The Nordic Cochrane Center、The Cochrane Collaboration、2014）を使用してメタ分析を実施しました。 有効推定値の確実性を評価し、GRADEproGDT(http://www.guidelinedevelopment.org/)を使用して成績証拠プロファイルを作成しました。

結果

5015個の一意のレコードを特定し、そのうち324個を全文検索しました（図1）。 全文を見直した後、私たちはレビューの対象となるCPSP患者459人を登録した8つの英語研究を検討しました（表1）。37-44全文レビュー段階では、レビュアー間でほぼ完全な一致(Φ=0.82)があった。 すべての試験で疼痛に対する治療効果が評価され、身体機能、役割機能、または対人機能に対する影響は報告されていません（図2）。 対象となる研究の中で最も長いフォローアップは、2-12週間の範囲であった。 研究期間中に障害給付を受けていた、または訴訟に関与していた参加者の数を報告した研究はありませんでした。 ある研究では、精神医学的併存疾患、特にうつ病および不眠症を呈した参加者（プレガバリンおよびプラセボ群）の数に差はなかったと報告された。41図3は、バイアス評価のリスクを描いています。p>

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表1. 対象となる研究の特性
著者 研究の国 研究デザイン 治療 治療 治療 治療 治療 治療 治療の頻度と期間 いいえ。 1″Rowspan=”1″>CPSP参加者の年齢 Cpsp参加者の性別 CPSPの期間 参加者の処分/ノート
Cpsp参加者の性別 Cpsp参加者の性別 Cpsp参加者の性別 Cpsp参加者の性別 スウェーデン クロスオーバー スウェーデン スウェーデン スウェーデン スウェーデン スウェーデン スウェーデン スウェーデン スウェーデン アミトリプチリン（75mg、最終用量） 4wk（7-dウォッシュアウト） 平均値,66yr;範囲,53-74 女性,3;男性,12 平均値,54mo;範囲,53-74 平均値,54mo;範囲,53-74 平均値,54mo;範囲,53-74 ; 範囲、11-154 ある参加者は、既存の薬物との相互作用のために介入を中止しました
カルバマゼピン（800mg、最終用量）
プラセボ
プラセボ
プラセボ
プラセボ
=”1″rowspan=”2″>bainton et al38 イギリス クロスオーバー ナロキソン（8mg） ワンタイム治療（2-3-wk20 20 範囲、1-20 三つの参加者があるため、有害事象の撤退
プラセボ
江ら39 中国 中国 パラレル 電気穿刺（30分） 周波数 60 nr nr nr nr nr nr 電気鍼女性,10;男性,20 電気鍼: Mean, 3.6 mo; Control: Mean, 3.8 mo NR
Electroacupuncture: once daily Carbamazepine
Carbamazepine (0.1 mg) Carbamazepine: tr>
女性,9
期間30d 男性,21
Vestergaard et al40
Vestergaard et al40
Vestergaard et al40
Vestergaard et al40 デンマーク クロスオーバー ラモトリジン（200mg、最終用量） 8wk（2-wkウォッシュアウト） ラモトリジン（200mg、最終用量） ラモトリジン（200mg、最終用量） ラモトリジン（200mg、最終用量） ラモトリジン30 中央値,59yr;範囲,37-77 女性,12; 男性,18 中央値,2yr;範囲,0.3-12 有害事象のために撤退した三人の参加者一人の参加者は、最初の治療期間を完了しなかったが、第二の治療期間に研究を続けた四人の参加者は、>kim et al41 アジア太平洋地域 パラレル プレガバリン（600mg/d、最終最大値） プレガバリン（600mg/d、最終最大値） プレガバリン（600mg/d、最終最大値 投与量） 12週（4週用量調整、8週維持） 220 プレガバリン：平均、59.4yr;SD、9.8;プラセボ：平均、57.1;SD、10.2 プレガバリン：平均、59.4yr;SD、9.8;プラセボ：平均、57.1;SD、10.2 プレガバリン：平均、59.4yr;SD、9.8;プラセボ：平均、57.1;SD、10.2 プレガバリン：女性、43;男性、67;プラセボ：女性、39;男性、70 プレガバリン：平均、2.2yr;範囲、0.1-17.7;プラセボ：平均、2.5;範囲、0.2-14。1 一人の参加者は、介入を受けていませんでした九人の参加者は、研究薬に関連する理由のために撤退二十から七人の参加者は、研究薬に関連しない理由のために撤退しました
プラセボ
Jungehulsing et al42 ドイツ クロスオーバー レベチラセタム（3000mg/d、最大用量） 8wk（2-wkウォッシュアウト） レベチラセタム（3000mg/d、最大用量） レベチラセタム（3000mg/d、最大用量） rowspan=”2″>42 中央値、61.5yr;範囲、40-76 女性、16;男性、26 中央値、4yr;範囲、0。4-11 三人の参加者は、プロトコル違反のために撤回三人の参加者は、同意を撤回三人の参加者は、有害事象のために撤回
プラセボ
細見ら43 細見ら43 =”2″>日本 クロスオーバー 反復経頭蓋磁気刺激（5hz） 毎日一度、10d（少なくとも17-dウォッシュアウト） nr（ノート参照） nr（ノート参照） NR NR NR ランダム化された七十人の参加者（CPSPでどのように多くの不明）二人の参加者が介入を受けていない（CPSPでどのように多くの不明）四人の参加者がデータを提供していない（CPSPでどのように多くの不明）三人の参加者が介入を中止した（cpspでどのように多くの不明）cpspでどれだけ多くの人が参加しているかは不明）; 52CPSPと
偽の刺激
Cho et al44 韓国 パラレル パラレル パラレル パラレル パラレル パラレル 1″rowspan=”1″>apipuncture(0.05mL） 週二回、3wk 20 NR NR NR NR NR NR colspan=”1″rowspan=”2″>一つの参加者があるため、有害事象の撤退三つの参加者は、フォローアップの前に退院/左病院
生理食塩水鍼治療

cpspは、脳卒中後の痛み;およびnr,報告されていません.

図1。

図1. 調査のフローチャート。

図2。

図2. 臨床試験における方法、測定、および疼痛評価に関するイニシアチブの報告（IMMPACT）–含まれている研究内の推奨アウトカムドメイン;（+）アウトカムドメインの存在を示し、（−）アウトカムドメインの不在を示す。

図3。

図3. 含まれている研究内のバイアスのリスク;(+)バイアスの低リスクを示します;(−)バイアスの高リスクを示します。

患者の重要な転帰に対する薬物療法の効果

抗けいれん薬

4試験（表2）からの非常に低い確実性エビデンスは、307人の参加者、37、40-42の合計を登録し、プラセボと比較した場合、抗けいれん薬は疼痛強度を有意に低下させなかったことを示した（抗けいれん薬は疼痛強度を有意に低下させなかった）。11ステップスケール、-0.75、95％CI、–1.71～0.21、I2=69％、図4a）、または有害事象を増加させる（相対リスク、1.61、95％Ci、0.90～2.88、I2=80％、図4b）。 各メタ分析の研究数が少なく、先験的な基準に沿っているため、結果の不一致を説明するために事前に指定されたサブグループ分析を実施しませんでした。p>

d colspan=”1″184

表2. グレードエビデンスプロファイル：抗けいれん薬対プラセボ
品質評価 いいえ。 Th> 効果 確実性 重要性
いいえ。 Th> 研究デザイン バイアスのリスク 不一致 間接性 不正確さ 不正確さ 出版バイアス 抗けいれん薬 プラセボ 相対(95%Ci) 絶対(95%ci) 絶対(95%ci) 絶対(95%ci) 絶対(95%ci) 絶対(95%ci)
痛みの強さ (フォローアップ:範囲、4-12wk;と査定される: 視覚的なアナログスケール0から10）
4 ランダム化試験 深刻な* 深刻な† 深刻な† ランダム化試験 深刻な† 深刻な† 深刻な† 重要ではありません 重要ではありません 検出されません 重要ではありません 重要ではありません 重要ではありません 重要ではありません 重要ではありません 重要ではありません> colspan=”13″rowspan=”1″>任意の有害事象（フォローアップ: 1″Rowspan=”1″>ランダム化試験 深刻な* 深刻な‖ 深刻な‖ 深刻なtrials 深刻なtrials 深刻なtrials 深刻なtrials 深刻なtrials 深刻なtrials 深刻ではありません 深刻な¶ 検出されません§ 154 154 重要ではありません 重要ではありません 重要ではありません 重要ではありません 重要ではありません ⊕○○○非常に低い 重要
うつ病(フォローアップ:範囲,4-12wk;で評価: /Td> ランダム化試験 深刻な* 深刻ではない# 深刻ではない# 深刻ではない# 深刻ではない# 深刻ではない# 深刻ではない# 深刻ではない 深刻な‡ 検出されない§ 145 145 うつ病症状の有意な減少は認められなかった ⊕ ⊕○○low 重要な
患者報告されたグローバルな改善（フォローアップ：12週;で評価：患者のグローバルな変化の印象; 1to7)
1 ランダム化試行 深刻な** 深刻ではありません 深刻ではありません 深刻ではありません 深刻ではありません 深刻ではありません 110 109 有意ではありません 有意ではありません 有意ではありません 有意ではありません tr>
睡眠
睡眠
睡眠
睡眠
睡眠 （フォローアップ：12週;で評価：睡眠問題インデックス、医療アウトカム研究睡眠スケール;0-100）
1 ランダム化試験 深刻な** 深刻な** 深刻な** 深刻な** 深刻な** 深刻な** 深刻ではない 深刻ではない 深刻な‡ 深刻なet 検出されない§ 110 109 110 109 109 研究では、プレガバリンはプラセボと比較して睡眠を改善したことがわかりました; 最小二乗差平均、-4.2;95％CI、-8.4〜0.0;P=0.049 ⊕ ⊕○○低 重要

ciは信頼区間を示し、グレード、推奨評価、開発、および評価のグレーディングを示します。

*選択バイアス（不明確または不適切な割り当て隠蔽）、検出バイアス（データアナリストの不明確な盲目）、および消耗バイアス（不完全な結果報告）のために深刻統計的な異質性のために深刻です（I2=69％;P=0.02）。サンプルサイズが小さいため深刻です（<400人の参加者）。

§出版バイアスを検出するための研究の数が不十分です。統計的な異質性のために深刻です（I2=80％;P=0.007）。イベントの数が少ないため、深刻です（<325）。すべての研究で有意な治療効果が示されていないため、深刻ではありません。

#

**検出バイアス（データアナリストの不明確な盲目）のために深刻です。

図4。

図4。 A、抗けいれん薬対プラセボの痛みの強さに対する影響（11ポイントスケール、より高いスコアは悪化する）。 Bのあらゆる不利なでき事に対する偽薬対抗けいれん薬の効果。 CIは信頼区間を示します。

3つの研究からの低確実性の証拠は、うつ病の管理の文脈で最も一般的に、感情的な機能に対する抗けいれん薬の効果を評価した。37,41,42いずれも有意な効果を報告しなかった;データの提示の可変性は統計的なプールを排除した。 プレガバリン（対プラセボ）は患者報告された全体的な改善には影響しなかったが、睡眠は改善した（最小二乗平均間の差、-4.2、95％CI、-8.4〜0.0、P=0.049、表2）。

三環系抗うつ薬

低確実性エビデンス（オンラインのみのデータサプリメントの表I）は、プラセボと比較して、アミトリプチリンは治療の最後（第四）週の間に疼痛強度を有意に低下させたが、データの再分析は有意な効果を見出さなかった。37著者らはまた、アミトリプチリンが抑うつ症状に影響を及ぼさず、プラセボよりも有意に多くの有害事象と関連していることを報告した（相対リスク、2.00;95%CI、1.15–3.49）。

オピオイド拮抗薬

プラセボと比較した場合、ナロキソンは痛みに影響を与えなかったことを報告した1試験の20人の参加者からの確実性の低いエビデンス（オンラインのみのデータ補足の表II）が報告された。38

非薬物療法が患者の重要な転帰に及ぼす影響

反復経頭蓋磁気刺激

反復経頭蓋磁気刺激と偽刺激の1回の試験（n=52）からの確実性の低いエビデンス（オンラインのみのデータ補足の表III）では、有害事象、抑うつ症状、または患者が報告したグローバルな改善に有意差は認められなかった。43

鍼治療

1件の研究（n=20）からの確実性の低い証拠（オンラインのみのデータ補足の表IV）は、痛みの軽減のための生理食塩水鍼治療に対するapipunctureの有意な効果を報告した（中央値100ポイント視覚アナログスケールスコア減少：36.50対11.50;P=0.009）。44非常に低い確実性の証拠(オンラインのみのデータ補足の表V)別の研究(n=60)から、関節痛、機能不全、および圧痛の複合尺度に対する電気穿刺対カルバマゼピンの有意な効果は見出されなかった。39

Discussion

私たちのシステマティックレビューは、抗けいれん薬、三環系抗うつ薬、オピオイド拮抗薬、および電気穿刺がCPSPに関連する痛みの軽減に影響を及ぼさないことを示唆する低いまたは非常に低い確実性の証拠を発見した。 低い確実性の証拠はapipunctureが苦痛を減らすかもしれない抗けいれん剤が睡眠を改善するかもしれない反復的なtranscranial磁気刺激が憂鬱な徴候または患者報告された全体的な改善に対する効果をもたらさないことを提案し、三環系抗鬱剤は憂鬱な徴候を改善しないし、かなりより多くの副作用を作り出しません。私たちのレビューにはいくつかの強みがあります。

の強みと制限

私たちのレビューにはいくつかの強みがあります。 まず，ＣＰＳＰ患者を管理するためのすべての非薬理学的および薬理学的治療法をレビューした。 第二に、我々は以前のレビューよりも広い範囲の文献データベースを探索し、すべての言語で適格な研究を検索しました。 第三に、独立して重複して働いていた査読者のチームは、研究の選択、バイアス評価のリスク、およびデータ抽出を含むすべての主観的な決定を下した。 第四に、我々は、混合臨床集団を登録した研究の適格性を評価するために、専門家の臨床医と協力し、研究著者に連絡することを含む体系的なアプローチに 第五に、我々はIMMPACT推奨コアアウトカムドメイン全体ですべての患者重要なアウトカムを収集しました。 最後に、GRADEアプローチを使用してエビデンスの確実性を評価し、GRADEエビデンスプロファイルを使用して調査結果を提示しました。 しかし、私たちの調査結果は、私たちのレビューの対象となった一次研究の欠点によって制限されています。 これはすべての処置の効果のための低いですか非常に低い確実性の私達の評価をもたらしました。

含意

私たちの調査結果は、CPSP患者を管理するための第一選択療法として三環系抗うつ薬を推奨する3つの主要な専門家グループ—International Association for The Study of Pain Neuropathic Pain Special Interest Group、European Federation of Neurological Societies、Canadian Pain Societyによる臨床診療ガイドラインと矛盾している。45-47これらの推奨事項は、アミトリプチリンが4週間の治療後にプラセボと比較して有意に疼痛強度を低下させると結論した15人の参加者の1試験しかし、痛みの10ステップスケールでの37のフォローアップスコアは、アミトリプチリン（平均、4.2;SD、1.6）およびプラセボ（平均、5.3;SD、2.0）で非常に類似しており、データの再分析では有意な効果は認められなかった（P=0.11）。

欧州神経学会連合およびカナダ疼痛学会はまた、CPSPの第一選択薬理学的治療として抗けいれん薬を推奨しています。

;45,46私たちのレビューは、彼らが痛みを軽減する証拠を発見しませんでした。 しかし、欧州神経学会連合は、他の慢性神経障害性疼痛状態の患者における抗けいれん薬の成功に関する勧告を策定した。 これは処置の応答が慢性のneuropathic苦痛の条件を渡って一貫していることを仮定します。 最近の系統的レビューは、この仮定のためのいくつかのサポートを提供し、48と我々はさらに、すべての慢性神経障害性疼痛状態のためのすべての治療法の進行中のネットワークメタ分析では、この仮説を検証しています。49

低、またはほとんどの場合、非常に低い、確実性の証拠に直面して、初期の証拠が利益のためのサポートを最小限または全く提供しないため、CPSPの管理は非常に困難なままである。 研究者は、機能を含む患者の重要な転帰を評価するために、既知の満足のいく測定特性を有する標準化された機器を用いて、大規模な多施設の無作為化試験を実施すべきである。 このような試験には、より長い観察が含まれ、ランダム化シーケンスの生成、治療割り当ての隠蔽、フォローアップの損失を最小限に抑えるための戦略の実 これまでの結果を考えると、そのような試験は、既存の治療選択肢と革新的な治療選択肢の両方を評価すべきである。

謝辞

私たちは、Sandra Brouwer、Lawrence Mbuagbaw、Karin Kirmayr、Markus Faulhaber、Yaping Chan、Christopher Bernsten、Wiktoria Lesniak、Carlos Almeida、Luciane Lopes、Dmitry Shiktorov、Inna Oyberman、Beatriz Romerosa、Juan Ciampiに感謝し、この研究研究の調整に協力してくれたサマンサ-クレイジーに感謝します。

資金源

このシステマティックレビューは、カナダ麻酔研究財団とカナダ衛生研究所によってサポートされていました。

開示

Moulin博士とPanju博士は、それぞれ、慢性神経因性疼痛管理のためのカナダ疼痛学会ガイドライン委員会の議長とメンバーです。 ムーラン博士はファイザー-カナダから研究助成金を受け、Jansenn-Ortho、Lilly、Purdue Pharma、Merck-Frosstから教育プレゼンテーションのためのhonorariaを受けています。 他の著者は、競合を報告していません。

脚注

オンラインのみのデータ補足は、この記事http://stroke.ahajournals.org/lookup/suppl/doi:10.1161/STROKEAHA.115.010259/-/DC1で利用できます。Sohail Mに対応しています。

Mulla, MSc, Department of Clinical Epidemiology and Biostatistics, HSC-2C7, McMaster University, 1280 Main St W, Hamilton, Ontario L8S 4K1, Canada. E-mail

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